拖延與大學生鍛煉行為動機的中介效應

朱秀清

(浙江工貿職業技術學院，浙江 溫州 325000)

體育鍛煉是大學生學習生活的重要組成部分，其行為特征映射了大學生人格特質、運動認知、目標預測等方面的心理表象。調查顯示，大學生鍛煉行為的失范性和無序性未見明顯改善，依舊呈現小強度、低頻率、小運動量等特征[1]。已有鍛煉行為的歸因研究總結了，鍛煉行為與個體鍛煉認知、參與動機，以及慣有的行為傾向等存在聯系。拖延作為大學生常態、常見的行為習慣，會對其日常學習和生活產生負面影響[2-3]，會使學生喪失圓滿處理日常學習生活事件的能力，也會使學生本身遭受消極情緒的困擾而嚴重影響學習和工作[4]，還會使學生的行為動機轉弱而影響行為的規范性和持續性，甚至會對學習效果產生消極影響[5]。臨床心理學認為，拖延受個體人格、情感、家庭教養方式、任務性質和社會環境等因素影響[6]，并與低自尊、低自信、低自控、自我欺騙、非競爭性等高度相關[7]。拖延傾向在大學生群體普遍存在，分析大學生拖延對鍛煉行為的內部關聯，即為考察大學生人格心理對鍛煉行為的影響機制，便于加強大學生自我管理能力、促進大學生身心和諧發展。

拖延包含了認知、情感和行為的復雜過程[8]，在成年人群體中具有穩定性、經常性、普遍化、習慣化等特征[9]。研究表明，拖延會降低責任感而擾亂行為意向[10]，會對行為活動自動設阻而抑制積極行為，甚至會降低自尊水平而影響行為的持續性，正如Lay[11]強調的：“盡管拖延對社會行為可能僅達中度相關，但它對行為執行度和持續性的影響不容忽視”。另有研究發現，拖延不僅對個體行為具有直接影響，它還會通過某些變量的中介作用而間接影響行為。因此，單純探討拖延對鍛煉行為的影響顯然存在一定的局限性，我們應考慮諸如鍛煉動機這樣對行為具有指向性的心理變量在此關聯中的功效[12]。近年來，學者們在拖延與動機、動機與行為關聯的探討上碩果頗豐：(1)拖延會激發個體的外部動機傾向，而對個體的內部動機卻具有抑制作用。行為心理學認為，拖延的動因源于獲得獎勵和避免懲罰。自我決定理論認為，外部動機是個體為獲得高評價、避免低評價等外部規則攝入的行為動機。既有研究表明，高拖延傾向者日常行為中的內部動機較弱，慣于拖延的大學生在應對生活事件時會有更多的焦慮情緒[13]、更少的自尊、成就動機和學習動機，甚至會弱化動機的自我決定程度[14]。(2)在鍛煉心理學領域，鍛煉動機對鍛煉行為的影響一直是學者們熱議的焦點。自我決定理論因主張行為執行的自主性、行為選擇的自由性、行為方式的自控性而在體育領域應用極廣。研究表明，內部動機在維持行為的堅持度和持久性上皆具積極效應[15]，外部動機因個體受外部規則的攝入同樣可以影響行為，而盡管無動機是最缺乏自我決定的動機類型，但卻與內部動機同樣具備預測行為的作用[16]。(3)此外，一系列縱向研究表明，動機不僅對個體行為具有直接影響，在其他心理因素影響個體行為中還充當著重要的中介角色。其中，動機在學生的社會支持與學業倦怠[17]、完美主義與拖延、網絡成癮與自尊、體育課自主支持與目標定向、同伴關系與鍛煉行為等變量間中介效應顯著。

已有研究對梳理拖延、鍛煉動機和鍛煉行為的關系具有重大意義。但該類研究較多關注任意二者間的直接影響，而綜合考量三者內部關聯的研究相對薄弱。結合已有理論和相關文獻推測：在體育鍛煉領域，拖延傾向會抑制大學生體育鍛煉的立身踐行；鍛煉動機可能在拖延解釋鍛煉行為時具備中介效應。類似研究在其他領域中得到了驗證，但在體育鍛煉領域的此類研究尚付闕如?；诖耍芯吭谙嚓P理論和文獻探討的基礎上，以自評調查的形式通過一系列統計分析，探討拖延、鍛煉動機和鍛煉行為的內部關聯，并驗證鍛煉動機的中介效應是否顯著。研究旨為相關部門制定決策提供借鑒與參考。

1 方法

1.1 被試

依據分層整體抽樣原則，在浙江省8所高校選取1200名大學生為被試者。測試回收1129份量表，回收率94.08%，剔除39份無效量表(剔除原則：1.填答不完整，2.規則性填答或明顯填答有問題，3.近期未參加體育鍛煉等)，有效量表1090份，有效率90.38%。其中，年齡21.73±1.93歲；理科：文科=1:1.08；1年級：2年級：3年級：4年級=1.07:1:0.90:0.81，男：女=1:1.22。

1.2 測量工具

1.2.1 拖延量表(API)

參照Aitken[18]大學生拖延自評量表。量表共19個題項，采用Likert5級計分，每項指標從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～5分，得分越高，拖延程度越嚴重。量表最低、最高分為19和95分，依據權重設定19～33分為低拖延，34～49分為中低拖延，50～65為中等拖延，66～80為中高拖延，81～95為高拖延。本測量各題項偏度絕對值為0.078～0.944，峰度絕對值為0.108～1.657，標準差最小值0.822。國內學者[19]驗證了量表較好的跨文化效度。總量表Cronbach's α系數0.831，分半信度0.802，題總相關在0.522～0.739(p<0.01)。由此說明API量表符合測量學要求，支持對拖延的測量構想。

1.2.2 鍛煉動機量表(SIMS)

參照Guay[20]運動情境動機量表。量表共16個題項，內容包括內部動機、鑒別原則、外化原則以及無動機4個維度(每維度4個題項)。量表采用Likert5級計分法，每項指標從“完全不符合”到“完全符合”分計1～5分，各維度得分在4～20分范圍內，分量表分值越高，所代表的動機越強。本測量各題項偏度絕對值我0.065～0.973，峰度絕對值為0.088～1.832，標準差最小值0.760。探索性因子分析得KMO=0.854，Bartlett球形度檢驗p=0.000，累積貢獻率68.315%。驗證性因子分析4因素模型系數為0.604～0.936(t>1.96)，擬合指標x2=77.145,df=32,x2/df=2.411,SRMR=0.0435,NNFI=0.952,CFI=0.967,RMSEA=0.068。總量表Cronbach's α系數為0.861，分半信度0.860，分量表α在0.733～0.855范圍內，題總相關在0.477～0.826(p<0.01)。

1.2.3 鍛煉行為量表(PARS-3)

參照梁德清[21]體育活動等級量表。量表共3個題項，主要對被試者前1個月參加鍛煉的運動量從強度、時間、頻率3個方面評定，依據公式“運動量=強度×時間×頻率”評價運動量大小(最低、最高分為0和100分)，各題項分5個等級，強度和頻率從1～5等級分記1～5分，時間從1～5等級分計0～4分。運動量評定以0～19分為小運動量、20～42分為中等運動量、43～100分為大運動量。本研究以運動量得分評定大學生的鍛煉行為狀況。本測量題項偏度絕對值為0.031～0.374，峰度絕對值為0.314～1.529，標準差最小值0.819。量表Cronbach's α系數為0.796，分半信度0.794，題總相關在0.467～0.846(p<0.01)。

1.3 施測過程

于2014年11月1～15日，采用集體統一測試的方式采集數據。測試前保證被試自愿參加，請被試根據自身實際情況作答，填寫完畢當場回收。填答時間控制在3min內，在施測中獲得被試一般人口統計學資料，如性別、年齡等。

1.4 數據采集與分析

將數據導入SPSS22.0統計軟件。對數據奇偶排序、中心化等處理，通過描述性統計、相關性分析、方差分析、回歸分析等方法獲得研究所需。

2 結果

2.1 總體特征及相關性分析

描述性統計顯示(表1)：大學生在處理日常學習和生活事件時具備中低程度的拖延傾向(47.73±9.337)，在鍛煉中具備中高程度的內部動機(15.11±3.157)和鑒別原則(15.91±2.260)，以及中度的外化原則(10.96±2.253)和無動機(11.85±2.465)，但是，其鍛煉行為狀況卻令人堪憂，其均值(M=17.84)明顯低于臨界值(19分)。相關性分析顯示：拖延傾向、鍛煉動機(包括各維度)、鍛煉行為兩兩均顯著相關(p<0.01)。

表1 均值、標準差及Pearson雙變量雙側相關系數

注：M為均值，SD為標準差，**在 .01水平(雙側)上顯著相關，*在 .05水平(雙側)上顯著相關，下同。

將性別設為自變量，以拖延、鍛煉動機及鍛煉行為為因變量進行MANOVA分析。組間方差分析顯示(表2)：內部動機(F(1,1088)=129.723，p=0.000)、鑒別原則(F(1,1088)=69.153，p=0.000)及無動機(F(1,1088)=59.961，p=0.000)的性別主效應顯著，分別解釋了變異的14%、8%和7%；鍛煉行為(F(1,1088)=331.395，p=0.000)的性別主效應皆顯著，解釋了變異的30%；然而，拖延(p=0.215)和外化原則(p=0.110)的性別主效應卻未達顯著水平。多重比較得知，男生的內部動機(M=16.71)、鑒別原則(M=16.78)及鍛煉行為(M=31.33)皆顯著高于女生(M內部動機=14.23，M鑒別原則=15.44，M鍛煉行為=10.43)，而無動機水平(M=10.97)卻顯著低于女生(M=12.34)。

表2 性別在拖延、鍛煉動機及鍛煉行為上的多元方差分析 (N=1090)

注：MS=均方；***p< 0.001，**p< 0.01，*p< 0.05，下同。

2.2 鍛煉動機的中介效應分析

中介效應是變量間影響關系(X→Y)不完全是直接的因果鏈關系，而是通過一個或一個以上變量(M)的間接影響產生的[22]。其中，M為中介變量，而X通過M對Y產生的間接影響稱為中介效應，利用公式：Y=cX+e1，M=aX+e2及Y=c'X+bM+e3表示。為檢驗鍛煉動機在拖延影響鍛煉行為時是否具備中介效應，研究以運動量指標表述大學生的鍛煉行為，并利用拖延、鍛煉動機(各維度)和鍛煉行為，采用強行進入法進行一系列回歸分析：(1)考察拖延對鍛煉動機各維度的預測效應(表3)；(2)考察拖延對鍛煉行為的預測效應(表4)；(3)考察拖延和鍛煉動機(各維度)對鍛煉行為的預測力大小(表5)。確定鍛煉動機中介效應，必須證明如下條件：第1組回歸方程，自變量拖延必須影響中介變量鍛煉動機各維度；第2組回歸方程，自變量拖延必須影響因變量鍛煉行為；第3組回歸方程，自變量拖延和中介變量鍛煉動機(各維度)必須影響因變量鍛煉行為。滿足上述3個條件，即表明鍛煉動機(各維度)是拖延和鍛煉行為的中介變量。

表3 拖延對鍛煉動機的回歸分析(方程1)

表3顯示，拖延對鍛煉動機各維度均作出了顯著預測效應(p<0.001)，分別解釋了內部動機(F(1,1089)=39.817)、鑒別原則(F(1,1089)=28.434)、外化原則(F(1,1089)=20.112)和無動機(F(1,1089)=45.070)變異的5%、3%、2%和5%。表4顯示，拖延對鍛煉行為(F(1,1089)=8.349，T=﹣2.889，p=0.004)亦作出了顯著的預測效應，并解釋了變異的1%。表5由四組回歸方程組成，自變量除了拖延還分別包含了鍛煉動機4個維度，拖延分別與內部動機(F(2,1088)=80.699，T=12.307)、鑒別原則(F(2,1088)=39.077，T=8.312)、外化原則(F(2,1087)=8.980，T=﹣3.085)和無動機(F(2,1088)=49.970，T=﹣9.521)分別對鍛煉行為的預測顯著，并分別解釋了變異的17%、9%、2%和12%。

表4 拖延對鍛煉行為的回歸分析(方程2)

注：R2=0.01。

表5 拖延、鍛煉動機對鍛煉行為的回歸分析(方程3)

綜合分析：(1)拖延對鍛煉動機(包括各維度)、鍛煉行為皆具顯著預測效應。(2)因4個維度的鍛煉動機介入，拖延與各維度動機對鍛煉行為的預測變異皆明顯上升，而預測力卻也都有所下降。細化來看：因內部動機或鑒別原則或無動機的介入，拖延對鍛煉行為的預測效應不再顯著，說明內部動機、鑒別原則、無動機在拖延影響鍛煉行為時具備完全中介效應；因外化原則介入，拖延對鍛煉行為的預測效應依舊顯著，說明外化原則在拖延影響鍛煉行為時具備部分中介效應。

3 討論

3.1 大學生拖延、鍛煉動機及鍛煉行為的總體特征

拖延傾向對大學生的目標達成和學業成就會有阻滯影響，長期拖延會個體引發焦慮、內疚自責等負面情緒[23]。本研究是建立在Aitken大學生拖延傾向、Frederic運動情境動機及梁德清體育活動等級自評調查基礎上，考察大學生拖延、鍛煉動機和鍛煉行為的現狀特征及內部關聯。

近年來，各地區、部門為貫徹落實黨中央、國務院關于促進青少年健康的重要決而開展大量工作，學校體育工作亦呈現出嶄新的面貌。然而，盡管有關部門對學生體育鍛煉和體質健康關注度上升到國家戰略的高度，但大學生的鍛煉行為依然缺乏應有的規范性和科學性。描述性統計顯示，大學生在處理日常學習和生活事件時具備中低程度的拖延傾向，但其鍛煉內部動機和可內化的動機傾向(鑒別原則)卻表現出較好的水平。數據反映了，當代大學生具有相對理性的自我管理能力，亦具備較好的鍛煉動機和足夠的參與熱情。誠然，所得數據不排除個體心理測量的自我高估現象，但是大學生對自身所持的肯定態度易于個體心理健康的發展。數據還顯示，盡管大學生體育鍛煉的內部動機較為理想、拖延傾向處于較低水平上，但仍有部分學生的鍛煉動機源于外部規則的攝入，他們或為獲得他人支持、或為通過考核/測試，甚至是跟從、他引的被動參與體育鍛煉，而表現出中度的外化原則和無動機狀態。眾所周知，社會支持與心理驅動是促進個體投入體育鍛煉并形成良好習慣的雙引擎[26]。行為心理學[24]曾強調：避免懲罰或尋求獎勵是拖延的主要動因，若個體認為完成某任務的可能性低或任務價值小，那么形成拖延的可能性就會越大[25]。研究認為，加強大學生的時間概念和自我管理能力，激發大學生鍛煉動機、引導外部動機向內部動機內化，可能是規范大學生鍛煉行為的一個有效策略。

多元方差分析顯示，相對于女大學生，男生的鍛煉行為表現出相對積極的狀態，參與鍛煉的內部動機和可內化的鑒別原則動機亦皆處于比較理想的中上水平，而鍛煉無動機水平卻明顯低于女生。從數據上看：相對于男生，女生的鍛煉行為不僅表現出較消極、倦怠的動機傾向，在鍛煉實踐中也很少表現得投入、專注，其鍛煉行為也更趨于無序性、失范性。新世紀初，國家體育總局在中國群眾體育調查報告中曾總結了，我國30歲以上的女性不參加體育鍛煉的主觀原因排在前三位的依次是：學生時期沒有興趣、沒有養成鍛煉的習慣、學習工作負擔重，而客觀因素排在前三位的依次是：缺少時間、缺乏場地設施、不懂鍛煉方法。既有研究[1]也總結了，偏倚的主觀意識、混沌的體育認知、片面的健康理念是影響女大學生參與鍛煉的主要內因，而匱乏的鍛煉場地設施、落后的體育器材設備、失調的體育文化氛圍是制約女大學生參與鍛煉的主要外因。眾所周知，恬靜內斂的性格和社會一貫的性別觀念會使女大學生難于積極、專注的參與體育鍛煉。不僅如此，大學生在鍛煉動機和行為上的性別差異，還可能源于女生缺乏體質健康教育、科學鍛煉認知，匱乏適合女性鍛煉的場館器材所致。另外，研究還發現，拖延傾向在性別上的差異不顯著。需要層次理論認為，人類社會性需求是后天而非先天的，它源于個體所處環境、生活經歷和培養教育等[27-28]，研究證實了該理論的適用性?？梢姡逃燃?、外界環境等無差別因素會使不同性別的大學生在處理學習生活事件的行為習慣上具有同一性，該結果證實了鐘俊[29]等人“拖延傾向在大學生群體普遍存在”這一觀點。

3.2 大學生拖延、鍛煉動機對鍛煉行為的影響

相關性和回歸分析顯示：(1)鍛煉動機對鍛煉行為的影響顯著。大學生在體育鍛煉中賦予挑戰新奇、勇于探索、追求滿足感的鍛煉傾向越強，其鍛煉行為越合理；若大學生缺乏體育鍛煉認知或鍛煉目的與鍛煉本身無關，其鍛煉的行為表現則越消極，鍛煉行為越不合理。換言之，大學生體育鍛煉的自我決定程度越強，鍛煉行為越趨于積極、主動。該結果證實了已有理論和研究觀點。(2)拖延對鍛煉行為具有顯著負向影響。數據反映了，拖延傾向高的大學生缺乏鍛煉的自主管理，對鍛煉行為的意向和規劃模糊混沌，越易產生行為的隨意性和惰性，鍛煉的表現也會越消極、無趣。該結果與前人[15-17]觀點一致。認知評價理論曾強調，外部條件對個體行為的控制會促使個體喪失自我決定的權利，導致個體受內部動機的影響減弱?？梢姡涎訒又貙W生鍛煉的消極情緒、阻滯鍛煉踐行，拖延傾向越嚴重，鍛煉行為的失范性、無序性越明顯，一旦個體對外部條件失去了吸引力，則有可能使大學生放棄參與體育鍛煉。(3)拖延對鍛煉動機的影響亦顯著。其中，拖延對內部動機、鑒別原則的負向影響顯著，對外化原則、無動機的正向影響顯著。數據表明，大學生的拖延傾向與非自我決定動機正向關聯密切，嚴重拖延者的鍛煉內部動機越弱，動機內化的可能性越小，并且更易使個體的鍛煉目的受外部情境支配，甚至會頑固保持鍛煉的無動機狀態。自我決定理論認為，內部與個體的內部因素(興趣、滿足感等)相關，鑒別原則受到行為結果的影響，是可內化為內部動機的動機類型。數據反映了，越是不易受拖延傾向困擾的大學生，在鍛煉中越會表現出濃厚的興趣和熱情，對鍛煉的滿足感亦越會強烈；自我決定還認為，外化原則是由外界環境或情境引發的非自我決定的動機，而無動機是最缺少自我決定的動機類型[15]。數據表明，越易受拖延傾向困擾的大學生的鍛煉行為越易受外部條件控制，越缺乏鍛煉行為及行為結果的認知，甚至會因喪失鍛煉興趣而難于形成良好的鍛煉習慣。上述結果與前人研究觀點一致。

回歸分析還顯示，鍛煉動機在拖延影響鍛煉行為時的中介效應顯著，而且，不同自我決定程度的鍛煉動機在拖延解釋鍛煉行為時的中介效應具有特異性：內部動機、鑒別原則、無動機在拖延解釋鍛煉行為時皆具備完全中介效應；外化原則在拖延解釋鍛煉行為時具備部分中介效應。研究證實了，拖延傾向是影響大學生鍛煉踐行的一個消極因素，①若學生對體育鍛煉賦予足夠的熱情和興趣，并樂于享受鍛煉的樂趣體驗，那么，其內部動機會抑制拖延傾向，并會在鍛煉中表現的積極、專注，其鍛煉行為亦會使學生擺脫拖延傾向的困擾而趨于規范、合理；②若學生在已有的鍛煉實踐中獲得了體質改善、取得好成績等良性結果，其鑒別原則動機也會適當的緩解拖延心理，其鍛煉行為亦較難受拖延傾向的影響而表現得相對積極、穩定；③若學生參與鍛煉是為了獲得朋輩友情、避免被孤立，而非出于體育鍛煉本身，其外化原則動機會加劇拖延心理，使學生考慮到體育鍛煉時較多的權衡參與的外部規則或外在價值，其鍛煉行為則會表現得過于隨意、無序；④若學生對體育鍛煉毫無興趣可言，其無動機心理會滋養拖延傾向并形成習慣化，甚至會直接對鍛煉行為產生阻滯作用，在體育鍛煉中亦會表現得越倦怠、消極?？傊芯空J為，改善拖延傾向是培養大學生良好鍛煉習慣的一個有效策略，若在此基礎上能夠有效激發鍛煉動機的自我決定程度，會使此鍛煉激勵策略達到事半功倍的效果。

4 結論

大學生具備中低度的拖延傾向和中等自我決定程度的鍛煉動機，但其鍛煉行為尚需進一步改善；鍛煉動機和行為在性別上存在差異，而拖延在性別上卻具備同一性。拖延對鍛煉行具有顯著負向影響；在拖延的基礎上，鍛煉動機對鍛煉行為的回歸效應顯著，在拖延解釋鍛煉行為時的中介效應顯著，并且，不同自我決定程度的鍛煉動機在此關聯的中介效應具有特異性。研究揭示了拖延對大學生鍛煉行為的抑制作用，以及鍛煉動機在加強大學生自我管理能力、培養大學生體育鍛煉習慣上具有的重要作用。研究為制定大學生鍛煉行為激勵策略提供重要的實踐啟示。